Niski 2D: Wartości 4D są powiązane z uzależnieniem od gier wideo (2013)

PLoS ONE. 2013 Nov 13;8(11):e79539.

doi: 10.1371 / journal.pone.0079539. eCollection 2013.

Kornhuber J.1, Zenses EM, Lenz B, Stoessel C, Bouna-Pyrrou P, Rehbein F, Kliem S, Mößle T.

Abstrakcyjny

Sygnalizacja zależna od androgenów reguluje wzrost palców dłoni ludzkiej podczas embriogenezy. Wyższe obciążenie androgenem powoduje niższe wartości stosunku 2D: 4D (druga cyfra do czwartej cyfry). Prenatalna ekspozycja na androgen wpływa również na rozwój mózgu. 2D: Wartości 4D są zwykle niższe u mężczyzn i są postrzegane jako wskaźnik organizacji męskiego mózgu. Tutaj skwantyfikowaliśmy zachowanie gier wideo u młodych mężczyzn. Stwierdziliśmy niższe średnie wartości 2D: 4D u pacjentów sklasyfikowanych zgodnie z CSAS-II jako osoby z zachowaniem zagrożonym / uzależnionym (n = 27) w porównaniu z osobami z nieproblematycznymi zachowaniami w grach wideo (n = 27). Zatem prenatalna ekspozycja na androgen i hiper-męski układ mózgu, reprezentowany przez niskie wartości 2D: 4D, są związane z problematycznymi zachowaniami w grach wideo. Wyniki te można wykorzystać do poprawy diagnozy, przewidywania i zapobiegania uzależnieniu od gier wideo.

Wprowadzenie

Wysokie prenatalne obciążenie androgenowe, indukowane przez zwiększone poziomy hormonów lub bardziej wrażliwe szlaki przekazywania sygnałów androgenowych, skutkuje dłuższą czwartą cyfrą (4D) w stosunku do drugiej cyfry (2D) w dorosłej ludzkiej dłoni [1]. W związku z tym wartości 2D: 4D uważa się za dimorficzne płciowo, przy czym wartości zwykle są niższe u mężczyzn w porównaniu z kobietami [2]-[4]. Dodatkowo prenatalne obciążenie androgenem ma wpływ organizacyjny na strukturę i funkcje mózgu [5]. W rezultacie wartości 2D: 4D są powiązane z szeroką gamą fenotypów behawioralnych męskich / żeńskich. Niski 2D: wartości 4D są związane na przykład z funkcjami autystycznymi [6], [7]; zespół nadpobudliwości z deficytem uwagi (ADHD) [8], [9]; wyniki sportowe [10], [11]; zdolności przestrzenne [12]-[15]; abstrakcyjne rozumowanie [16]; umiejętności numeryczne [17]-[19]; kooperatywność, zachowania prospołeczne i uczciwość [20], [21]; liczba partnerów seksualnych na całe życie [22]; i sukces reprodukcyjny [23]. Dowody łączące prenatalne obciążenie androgenami z niskimi wartościami 2D: 4D i cechami behawioralnymi zostały ostatnio poddane przeglądowi [24], [25].

Wcześniej wykazaliśmy niższe średnie wartości 2D: 4D u pacjentów uzależnionych od alkoholu [26], zaburzenie uzależniające związane z substancjami, które częściej występuje u mężczyzn niż u kobiet [27], [28]. W tym badaniu chcieliśmy przeanalizować, czy niskie wartości 2D: 4D są również związane z uzależniającymi zachowaniami w grach wideo, które są uzależnieniami niezwiązanymi z substancjami. Ciężkie zachowania w grach występują znacznie częściej u mężczyzn niż u kobiet [29]-[32] i wiąże się z poszukiwaniem wrażeń [33] i ADHD [34]. Patologiczne gry wideo można postrzegać jako zachowania hiper-męskie. Dlatego postawiliśmy hipotezę, że mężczyźni z patologicznym zachowaniem w grach wideo mogli być prenatalnie narażeni na wyższe obciążenie androgenami, na co wskazują ich niższe wartości 2D: 4D.

Metody

To badanie jest częścią projektu Finger-Length in Psychiatry (FLIP) Departamentu Psychiatrii i Psychoterapii Erlangen, a także modułu badania wywiadu podłużnego projektu zatytułowanego „Uzależnienie od gier internetowych i wideo - diagnostyka, epidemiologia, etiopatogeneza, leczenie i zapobieganie ”Instytutu Badań Kryminologii Dolnej Saksonii. Projekt FLIP został zrealizowany jako dodatek przy drugiej okazji pomiaru (t2) badania wywiadu podłużnego. Dochodzenie zostało przeprowadzone zgodnie z zasadami wyrażonymi w Deklaracji Helsińskiej. Badanie zostało zatwierdzone przez lokalny komitet etyczny (Komitet Etyki Niemieckiego Towarzystwa Psychologicznego [Deutsche Gesellschaft für Psychologie]). Pisemną świadomą zgodę uzyskano po podaniu pełnego opisu badania wszystkim uczestnikom.

Między lutym a grudniem 2011 r. 70 osób wzięło udział w pierwszym pomiarze (t1) badania wywiadu podłużnego (pierwotnie wybrano ich spośród ogólnej liczby 1,092 potencjalnych uczestników, których rekrutowano za pośrednictwem szkół, uniwersytetów, forów internetowych, gazet i ośrodków doradczych) . Wymagania wstępne dotyczące udziału w badaniu na poziomie t1: mężczyźni w wieku 18-21 lat, nałogowi gracze wideo z ponad 2.5 godziny grania dziennie lub wynikiem w skali dodawania gier wideo (CSAS-II)> 41 [29]patrz poniżej). Od marca 2012 do stycznia 2013 uczestnicy 64 mogli ponownie przeprowadzić wywiad podczas t2 w następstwie badania rozmowy podłużnej. Przy tej okazji pomiaru ogółem uczestników 54 zgodziło się dodatkowo uczestniczyć w projekcie FLIP. Tych uczestników 54 można scharakteryzować w następujący sposób: 53 Caucasian, 1 Asian. Średni wiek w t1 wynosił 18.9 lat (SD = 1.1). 24 uczestników miało wykształcenie wyższe (Abitur lub wyższy), kolejnych 24 ukończyło szkołę średnią (Realschule), 5 zgłosiło gimnazjum (Hauptschule), a jeden nie ukończył szkoły.

Uzależnienie od gier wideo oceniono za pomocą CSAS II [29] w t1. CSAS II oparty jest na Internetowej Skali Uzależnień ISS-20 [35], [36], który został rozszerzony i dostosowany do oceny uzależnienia od gier wideo. CSAS-II składa się z elementów 14 (skala punktowa 4: 1  = niepoprawne do 4  = absolutnie prawdziwe) i obejmuje wymiary zaabsorbowanie / salience (Elementy 4), konflikt (Elementy 4), utrata kontroli (Elementy 2), objawy odstawienia (Elementy 2) i tolerancja (Elementy 2). Elementy CSAS-II wykazują wysoką trafność twarzy, a instrument wykazuje dobrą zbieżność ważności dla subiektywnych miar samooceny uzależnienia od gier wideo [29], [30]. Dodatkowo, klasyfikacja uzależnienia od gier wideo według CSAS-II jest nie tylko związana z nadmiernym zachowaniem w grach, ale także identyfikuje różne miary poziomu funkcjonalnego i samopoczucia [29], [30], [37]. Stosowane są następujące ograniczenia diagnostyczne: 14 – 34 = bezproblemowy, 35 – 41 = zagrożony uzależnieniem, a 42 – 56 = uzależniony.

Zgodnie z klasyfikacją CSAS-II, która wykracza poza zwykłe czasy grania, uczestnicy 27 zostali sklasyfikowani jako bezproblemowi gracze wideo, 17 jako ryzyko uzależnienia, a 10 jako uzależniony. Z powodu małej liczby badanych osób dwie grupy „zagrożone uzależnieniem” i „uzależnione” zostały połączone w celu przeprowadzenia analiz. Tak więc w tym badaniu zbadano dwie kategorie CSAS-II (bezproblemowe vs. zagrożone / uzależnione) z każdym uczestnikiem 27.

Problemy psychologiczne i objawy psychopatologii oceniano w t1 za pomocą Inwentarza Krótkich Objawów (BSI) [38]. Wrażliwość interpersonalna podskal (T = 52.26, SD = 11.81), depresja (T = 53.98, SD = 11.64), niepokój (T = 54.30, SD = 10.23) i wrogość (T = 52.20, SD  = 11.56) zastosowano jako zmienne kontrolne w analizach wieloczynnikowych. Dodatkowo, symptomatologię ADHD, która była również wykorzystywana jako zmienna kontrolna, oceniano przy użyciu badania przesiewowego ADHD dla dorosłych (ADHS-E; T = 54.02, SD = 8.79) [39].

Do skanowania rąk uczestników w t1000 zastosowano skaner płaski Avision IS2 (Hsinchu, Tajwan). Aby zwiększyć dokładność, przed skanowaniem narysowano małe ślady na podstawowych zagnieceniach palca wskazującego i serdecznego każdego z uczestników. Obie ręce skanowano jednocześnie, z dłońmi opuszczonymi, w trybie czarno-białym. Użyliśmy programu GNU Image Manipulation Program (GIMP, wersja 2.8.4; www.gimp.org) do pomiaru długości palców wskazujących (2D) i pierścieniowych (4D) podczas skanowania dłoni. Ta technika zapewnia dobrą niezawodność [40]. Całkowita długość drugiej i czwartej cyfry lewej i prawej ręki została określona ilościowo od środka podstawy zagięcia do czubka palca i została określona w jednostkach pikseli za pomocą narzędzia „miary” GIMP. Pomiary zostały przeprowadzone przez trzy niezależne osoby, które były ślepe na hipotezę i ślepe na kategorię diagnostyczną. Średnie wartości z trzech pomiarów zostały obliczone dla drugiej i czwartej cyfry.

Analizy statystyczne obliczono przy użyciu IBM SPSS 19 (Armonk, Nowy Jork, USA) i oprogramowania R.

Efekt

Różnice wieku między grupami bezproblemowymi i zagrożonymi / uzależnionymi analizowano za pomocą testu t-Studenta; różnice w poziomie wykształcenia według dokładnego testu Fishe'a dla tabel awaryjnych większych niż 2 × 2 [41], [42]. Obie grupy CSAS II (bezproblemowe vs. zagrożone / uzależnione) były dobrze dopasowane pod względem wieku (t = 1.544, p = 0.129) i poziom wykształcenia (p = 0.381; widzieć Tabela 1).

Tabela 1 

Średnie wartości 2D: 4D i Dr – 1 u osób z zachowaniem bezproblemowym a zagrożonym / uzależnionym od gier wideo.

Wiarygodność trzech pomiarów palców obliczono dla każdego palca osobno dla prawej i lewej ręki przy użyciu dwukierunkowego losowego współczynnika korelacji wewnątrz klasy (ICC) [43]. Obliczono ICC również dla stosunków 2D: 4D i prawych 2D: 4D – lewy 2D: 4D (Dr – 1). Niezawodność trzech wskaźników była wysoka zarówno dla prawej ręki (2D: ICC = 0.995; 4D: ICC = 0.995; 2D: 4D: ICC = 0.944), lewa ręka (2D: ICC = 0.996; 4D: ICC = 0.994 ; 2D: 4D: ICC = 0.937) i średnia arytmetyczna (2D: 4D: ICC = 0.961). Wiarygodność wartości Dr – 1 była również wysoka (ICC = 0.764).

Odchylenie od rozkładu normalnego zbadano testem Kołmogorowa-Smirnowa. 2D: 4D (średnia arytmetyczna: Z = 0.931, p = 0.351, lewa ręka: Z = 0.550, p = 0.923, prawa ręka: Z = 0.913, p = 0.375) i Dr – l (Z = 1.082, p = 0.193) wartości nie odbiegały od rozkładu normalnego. Średnie wartości 2D: 4D i Dr – l przedstawiono w Tabela 1.

Różnice w wartościach 2D: 4D i Dr – 1 w zależności od poziomu wykształcenia testowano na grupie bezproblemowej i zagrożonej / uzależnionej za pomocą testu Kruskala Wallisa. Obliczono współczynniki korelacji Pearsona. Korelacja między wartościami 2D: 4D dla prawej i lewej ręki wynosiła 0.788 (p <0.01). Wartości 2D: 4D i Dr – l nie różniły się istotnie w zależności od poziomu wykształcenia w ramach bezproblemowych (średnia arytmetyczna: χ2(2, N = 54) = 1.831, p = 0.400, lewa ręka: χ2(2, N = 54) = 2.247, p = 0.325, prawa ręka: χ 2(2, N = 54) = 2.005, p = 0.367, Dr – 1: χ2(2, N = 54) = 0.637, p = 0.747) i zagrożona / grupa uzależniona (średnia arytmetyczna: χ2(3, N = 54) = 3.363, p = 0.339, lewa ręka: χ2(3, N = 54) = 2.139, p = 0.544, prawa ręka: χ2(3, N = 54) = 3.348, p = 0.341, Dr – 1: χ2(3, N = 54) = 0.460, p = 0.928).

Powiązania między miarami 2D: 4D (lewa ręka, prawa ręka, średnia arytmetyczna, Dr – 1) i uzależnienie od gier wideo (bezproblemowa w porównaniu z grupą ryzyka / uzależniona) zostały przetestowane za pomocą nieparametrycznego podejścia wielowymiarowego opartego na zasadzie rekurencji partycjonowanie, tj. warunkowe drzewa wnioskowania (C-Tree; [44], [45]). Kontrolowanie wrażliwości interpersonalnej, depresji, lęku, wrogości i ADHD, porównywalne z regresją stopniową, nieistotne predyktory są wykluczone. Za pomocą algorytmu C-Tree testowana jest globalna hipoteza niezależności między dowolnymi zmiennymi wejściowymi a zmienną odpowiedzi przy użyciu struktury testowej permutacji [46]. W przypadku zmiennych metrycznych algorytm C-Tree implementuje podział binarny w wybranej zmiennej wejściowej. Aby określić „najlepszy” podział binarny, podano kilka kryteriów podziału (np. „Ważność Giniego”, „zanieczyszczenie węzła” lub „entropia”). Jednak większość kryteriów podziału nie ma zastosowania do skorelowanych zmiennych odpowiedzi lub zmiennych odpowiedzi mierzonych przy użyciu różnych formatów skali (np. Metrycznych i nominalnych). Dlatego wykorzystaliśmy szkielet testu permutacji opisany przez Hothorn i in. [47] (p. 6, równanie 3). Ponieważ testy permutacji wyprowadzają wartości p z rozkładów permutacji specyficznych dla próbki statystyk testowych, zgłaszane są tylko wartości p. Pakiet „party” (laboratorium do partycjonowania rekurencyjnego; [47], [48]) wykorzystano do tej analizy.

W wielopłaszczyznowych analizach nieparametrycznych miary 2D: 4D (średnia arytmetyczna, lewa ręka, prawa ręka) były powiązane z uzależnieniem od gier wideo (bezproblemowa vs. zagrożona / grupa uzależniona) podczas kontrolowania wrażliwości interpersonalnej, depresji, lęku, wrogości i ADHD: 1. Uczestnicy badania o średnim stosunku 2D: 4D niższym niż 0.966 wykazali znacznie wyższe ryzyko uzależnienia od gier wideo (p = 0.027, d  = 0.71). 2. W przypadku lewej ręki uczestnicy badania ze stosunkiem 2D: 4D mniejszym niż 0.982 wykazywali znacznie wyższe ryzyko uzależnienia od gier wideo (p = 0.013, d = 0.93). 3. W przypadku prawej ręki uczestnicy badania ze stosunkiem 2D: 4D mniejszym niż 0.979 wykazali istotnie wyższe ryzyko uzależnienia od gier wideo na poziomie p <0.10 (p = 0.095, d  = 0.66). Ponadto uczestnicy badania, którzy dodatkowo uzyskali wynik wyższy niż 60 (T-score) w ADHS-E, byli szczególnie narażeni (p = 0.078, d = 0.69). Nie znaleziono żadnego istotnego związku dla Dr – 1 (p = 0.127). Liczby od 1a do 1c ilustrują ryzyko uzależnienia od gier wideo dla średnich wartości 2D: 4D, a także dla lewej i prawej wartości 2D: 4D w drzewie C. Niezależnie od podawanych wartości odcięcia 2D: 4D można zaobserwować różnice w grupach w pomiarach 2D: 4D między nieproblematycznymi i zagrożonymi / uzależnionymi, czego przykładem jest średnia 2D: 4D w Rysunek 2 przy użyciu tej samej analizy z odwróconymi zmiennymi zależnymi i niezależnymi. Razem wyniki te wskazują, że zagrożeni / uzależnieni gracze wideo mają mniejsze proporcje 2D: 4D.

Rysunek 1 

Wykresy drzewa wnioskowania warunkowego.
Rysunek 2 

Wykres drzewa wnioskowania warunkowego.

Aby oszacować wartość stosunku 2D: 4D jako testu diagnostycznego w celu odróżnienia osób uzależnionych od gier wideo / osób zagrożonych od kontroli z nieproblematycznymi zachowaniami w grach, wykorzystaliśmy analizę ROC do obliczenia wartości AUC, a także czułości i swoistości w punkcie Youden [49] (punkt na krzywej ROC, w którym suma czułości i swoistości jest zmaksymalizowana). Analiza ROC pokazuje, że dokładność diagnostyczna stosunku 2D: 4D lewej ręki jest najwyższa (AUC 0.704, czułość 0.852, specyficzność 0.556), a następnie dokładność prawej ręki (AUC 0.639, czułość 0.815, swoistość 0.481). Według Hanleya i McNeila [50] sprawdziliśmy różnice w sparowanych wartościach AUC bez istotnego wyniku (Z = 1.147, p = 0.25).

Dyskusja

To pierwsze badanie łączące prenatalną ekspozycję na androgen z uzależniającymi zachowaniami w grach wideo. W tym badaniu stwierdziliśmy niskie średnie wartości 2D: 4D u osób z ryzykiem i uzależnionymi zachowaniami w grach wideo. Wielkość efektu większa niż d = 0.66 wskazuje na efekt umiarkowany do silnego [51]. Żadne inne rozważane czynniki predykcyjne, z wyjątkiem objawów ADHD dla właściwego 2D: obliczenia 4D były statystycznie istotne w wielowymiarowych analizach nieparametrycznych. Obserwowany związek między zagrożonymi / uzależnionymi grami wideo a niskimi wartościami 2D: 4D można interpretować na kilka sposobów. (1) Mała wartość 2D: 4D bezpośrednio wywołuje uzależniające zachowanie podczas gry; jednak w literaturze nie ma dowodów na poparcie tej możliwości. (2) Uzależniające zachowanie podczas gry bezpośrednio indukuje niskie wartości 2D: 4D. Jednak ta możliwość jest mało prawdopodobna, ponieważ wcześniejsze badania wykazały, że wartości 2D: 4D pozostają stałe przez całe życie po urodzeniu [52]. (3) Wspólny mechanizm odpowiada zarówno za niskie wartości 2D: 4D, jak i uzależniające zachowanie w grach. W oparciu o istniejące dane taki czynnik stanowi najbardziej prawdopodobne wyjaśnienie. Wyniki obliczeń drzewa C 2D: 4D z dodatkową mocą wyjaśniającą objawów ADHD również potwierdzają to wyjaśnienie. Wciągająca gra występuje częściej u mężczyzn [29]-[32] i jest związany z ADHD [34] i poszukiwanie wrażeń [33]. Wszystkie te funkcje były wcześniej powiązane z niskimi wartościami 2D: 4D. Jednym z powszechnych powodów tych skojarzeń wydaje się być wysoki ładunek androgenów podczas ciąży.

Zrozumienie ścieżek prowadzących od ulepszonego prenatalnego testosteronu do uzależnienia od gier będzie miało kluczowe znaczenie dla zdefiniowania potencjalnych polityk ukierunkowanych na uzależnienie od gier wideo. Prenatalny testosteron może wywoływać uzależnienie poprzez kilka kanałów, w tym następujące: (1) Prenatalna obfitość testosteronu moduluje mezolimbiczny system nagród [53] potencjalnie wpływając w ten sposób na uzależniające zachowanie podczas grania u dorosłych. (2) Szczegółowe zasady świata cybernetycznego w porównaniu do świata rzeczywistego mogą zrekompensować ograniczenia zdolności interakcji społecznych spowodowane wysokim prenatalnym obciążeniem testosteronem. Wykazano, że wyższy poziom testosteronu u płodu zmniejsza empatię i zdolność do dekodowania emocjonalnego wyrazu twarzy, tj. Do zrozumienia, co myślą i czują inni ludzie [54]. Zgodnie z tym niższe wartości 2D: 4D były związane ze zmniejszoną empatią u mężczyzn [55]. Co więcej, mniejsze 2D: 4D jest powiązane z bardziej niedyskryminacyjnymi podejrzeniami społecznymi [56]. Zatem wysoki prenatalny testosteron może powodować problemy interpersonalne i izolację społeczną, a tym samym pociągać za sobą patologiczne zachowania w grach wideo jako strategię radzenia sobie. (3) Prawdopodobnie umiejętności, które ułatwiają lub utrudniają korzystanie z komputera, modulują ryzyko uzależnienia od gry wideo. Zatem nasze wyniki pokrywają się z wcześniejszymi ustaleniami łączącymi niski 2D: 4D z umiejętnościami programowania Java i wysokie wartości 2D: 4D z lękiem związanym z komputerem [57].

Wcześniej stwierdziliśmy niskie średnie wartości 2D: 4D u osób uzależnionych od alkoholu [26], zaburzenie uzależnienia związane z substancjami. Warto zauważyć, że niskie wartości 2D: 4D występują również u osób uzależnionych od gier wideo, które są uzależnieniem niezwiązanym z substancjami, częściej występującym u mężczyzn niż u kobiet. Wynik ten podkreśla podobieństwo między uzależnieniem od substancji a uzależnieniem od gier internetowych [58]. Według DSM-5 zaburzenie gier internetowych zostało uwzględnione w załączniku jako przedmiot dalszych badań. Literatura sugeruje biologiczne podstawy uzależnienia od gier komputerowych i internetowych [59]-[61]. Przedstawione tutaj wyniki dostarczają dalszych dowodów na biologiczne podstawy uzależnienia od gier internetowych, a tym samym argumentują za jego zaklasyfikowaniem jako zaburzenia uzależnienia.

Wiele zjawisk zostało powiązanych z niskimi wartościami 2D: 4D, z których większość jest zgodna z hipotezą hiper-męskiego mózgu. Zatem niskie wartości 2D: 4D można uznać za przybliżenie endofenotypu „hiper-męskiej organizacji mózgu”. Jednak dokładny wpływ wysokiego prenatalnego obciążenia androgenami na życie danej osoby i jej przyszłe zachowanie dorosłych musi również zależeć od dodatkowych zmiennych i wpływów. Konkretny fenotyp behawioralny ewoluujący w wyniku hiper-męskiej organizacji mózgu najprawdopodobniej zależy od niezliczonych czynników genetycznych i środowiskowych, które występują w ciągu życia danej osoby. Dlatego obecność niskich wartości 2D: 4D nie sugeruje konkretnej diagnozy ani rokowania dla żadnej pojedynczej osoby. Jednak znajomość 2D: Wartości 4D mogą pomóc w poprawie diagnozy i prognozy danej osoby związanej z różnymi problematycznymi zachowaniami i zaburzeniami, gdy są stosowane w połączeniu z innymi markerami.

Wyniki te mogą mieć ważne implikacje dla diagnozy, zapobiegania i konsekwencji uzależniającej gry. Niska sama wartość 2D: 4D nie jest diagnozą uzależniającej gry, ale ten czynnik może ułatwić diagnozę w połączeniu z innymi markerami. Niska wartość 2D: 4D może pomóc w identyfikacji osób zagrożonych przyszłym rozwojem uzależniającej gry, a tym samym może ułatwić zapobieganie. Podjęto szereg prób przewidzenia rozwoju uzależnienia od gier internetowych u osób fizycznych [62]-[67]. Niska wartość 2D: 4D jest nowym markerem cechy; w połączeniu z innymi markerami jego zastosowanie może poprawić przewidywanie przyszłego rozwoju lub bieżącej diagnozy uzależnienia od gier internetowych. Takie ulepszone modele prognozowania mogą umożliwić opracowanie skutecznych strategii zapobiegawczych.

Badaliśmy osoby w wąskim przedziale wiekowym; ponadto średni wiek nie różnił się między dwiema grupami. W poprzednich badaniach wiek był, jeśli w ogóle, jedynie nieznacznie związany z wartościami 2D: 4D [68]. Dlatego w analizach nieparametrycznych nie uwzględniono wieku. W szczególności poziom wykształcenia nie różnił się między dwiema grupami badanymi w tym badaniu.

W dodatkowych analizach sprawdziliśmy również, czy istnieje możliwy niemonotoniczny związek między miarami 2D: 4D a uzależnieniem od gier wideo za pomocą sumarycznego wyniku CSAS-II, ponieważ zgłoszono to na przykład dla miar 2D: 4D i altruizmu [69]. Analizy regresji liniowej nie wykazały istotnego trendu liniowego, kwadratowego lub łączonego - również przy logarytmicznej transformacji średniej arytmetycznej (patrz [69]). Ponadto wyniki te zostały potwierdzone w analizach regresji nieparametrycznej [70], [71]. Razem analizy te potwierdzają założenie, że uzależnienie od gier wideo jest kategorycznym konstruktem z odrębnymi kategoriami jakościowymi (bezproblemowe vs. problematyczne, tj. Zagrożone / uzależnione), takie jak wcześniej zgłaszane w przypadku uzależnienia od alkoholu [72].

Czas spędzony na samej grze wideo nie definiuje uzależnienia. W przypadku diagnozy „uzależnienia od gier wideo” należy spełnić dodatkowe kryteria: zaabsorbowanie, wycofanie, tolerancja, utrata kontroli i dalsze używanie, pomimo negatywnych konsekwencji. Siłą tego badania jest skład uczestników. Wszyscy uczestnicy każdego dnia spędzali trochę czasu na grach wideo, ale tylko połowa uczestników miała dodatkowe kryteria określające, że są zagrożeni / uzależnieni (zgodnie z oceną CSAS-II). Nasze wyniki definiują zatem 2D: 4D jako czynnik ryzyka szczególnie związany z uzależnieniem od gier wideo, a nie tylko grą samą w sobie.

Należy zauważyć kilka ograniczeń badań. Zastosowaliśmy monocentryczny, przekrojowy projekt kontroli wielkości liter, który umożliwia wykrywanie tylko skojarzeń, bez związków przyczynowych. Dodatkowo zbadaliśmy tylko mężczyzn, a grupa próby była stosunkowo niewielka. Silny rozmiar efektu 2D: 4D na uzależnienie od gier wideo prawdopodobnie umożliwił wykrycie różnic w grupach pomimo stosunkowo małej liczby osób. W naszym poprzednim badaniu stwierdziliśmy również silną wielkość efektu odnoszącą 2D: 4D do uzależnienia od alkoholu [26]. Ze względu na znane różnice płci w zachowaniach uzależniających [5], przyszłe badania powinny obejmować kobiety, powinny obejmować inne pochodzenie etniczne, a także powinny obejmować większą liczebność próby.

Podziękowanie

Chcielibyśmy podziękować wszystkim naszym uczestnikom, naszej asystentce studentce Julii Weberling oraz naszemu administratorowi systemu informatycznego André Liedtke.

Oświadczenie o finansowaniu

Finansowanie tego badania pochodziło z grantu stacjonarnego ze Szpitala Uniwersyteckiego Uniwersytetu Friedricha-Aleksandra w Erlangen-Norymberdze oraz Ministerstwa Nauki i Kultury Dolnej Saksonii. Darczyńcy nie odegrali żadnej roli w projektowaniu badania, gromadzeniu i analizie danych, decyzji o publikacji ani przygotowaniu manuskryptu.

Referencje

1. Zheng Z, Cohn MJ (2011) Podstawy rozwojowe proporcji cyfr dimorficznych. Proc Natl Acad Sci USA 108: 16289 – 16294 [Artykuł bezpłatny PMC] [PubMed]
2. Manning JT, Scutt D, Wilson J, Lewis-Jones DI (1998) Stosunek 2nd do długości 4th cyfry: predyktor liczby plemników i stężeń testosteronu, hormonu luteinizującego i estrogenu. Hum Reprod 13: 3000 – 3004 [PubMed]
3. Manning JT, Bundred PE, Flanagan BF (2002) Stosunek 2nd do długości 4th cyfry: proxy dla aktywności transaktywacyjnej genu receptora androgenowego? Med Hypotheses 59:: 334 – 336. S0306987702001810 [pii]. [PubMed]
4. Hönekopp J, Watson S (2010) Metaanaliza proporcji cyfr 2D: 4D pokazuje większą różnicę płci w prawej ręce. Am J Hum Biol 22: 619 – 63010.1002 / ajhb.21054 []. [PubMed]
5. Lenz B, Müller CP, Stoessel C, Sperling W, Biermann T i in. (2012) Aktywność hormonów płciowych w uzależnieniu od alkoholu: łączenie efektów organizacyjnych i aktywacyjnych. Prog Neurobiol 96: 136 – 163 [PubMed]
6. Hönekopp J (2012) Współczynnik cyfr 2D: 4D w odniesieniu do zaburzeń spektrum autyzmu, empatia i systematyzacja: przegląd ilościowy. Autism Res 5: 221 – 23010.1002 / aur.1230 []. [PubMed]
7. Teatero ML, Netley C (2013) Krytyczny przegląd badań nad ekstremalną teorią mózgu mężczyzny i stosunkiem cyfr (2D4D). J Autism Dev Disord. 10.1007 / s10803-013-1819-6 []. [PubMed]
8. Stevenson JC, Everson PM, Williams DC, Hipskind G, Grimes M i in. (2007) Objawy zespołu nadpobudliwości psychoruchowej (ADHD) i proporcje cyfr w próbce uczelni. Am J Hum Biol 19: 41 – 5010.1002 / ajhb.20571 []. [PubMed]
9. Martel MM, Gobrogge KL, Breedlove SM, Nigg JT (2008) Stosunki masculinized długości palców chłopców, ale nie dziewcząt, są związane z zaburzeniem deficytu uwagi / nadpobudliwości. Behav Neurosci 122: 273 – 2812008-03769-003 [pii]; 10.1037 / 0735-7044.122.2.273 []. [Artykuł bezpłatny PMC] [PubMed]
10. Hönekopp J, Schuster M (2010) Metaanaliza 2D: 4D i sprawności sportowej: istotne relacje, ale żadna ręka nie przewyższa drugiej. Pers Individ Dif 48: 4 – 10
11. Hönekopp J, Manning T, Müller C (2006) Stosunek cyfr (2D: 4D) i sprawność fizyczna u mężczyzn i kobiet: Dowody na wpływ prenatalnych androgenów na cechy wybrane płciowo. Horm Behav 49: 545 – 549 [PubMed]
12. Chai XJ, Jacobs LF (2012) Współczynnik cyfrowy przewiduje poczucie kierunku u kobiet. PLoS ONE 7: e3281610.1371 / journal.pone.0032816 []; PONE-D-11-11328 [pii]. [Artykuł bezpłatny PMC] [PubMed]
13. Stawia DA, McDaniel MA, Jordan CL, Breedlove SM (2008) Zdolność przestrzenna i prenatalne androgeny: Metaanalizy wrodzonego przerostu nadnerczy i proporcji cyfr (2D: 4D). Arch Sex Behav 37: 100 – 111 [Artykuł bezpłatny PMC] [PubMed]
14. Peters M, Manning JT, Reimers S (2007) Wpływ płci, orientacji seksualnej i proporcji cyfr (2D: 4D) na wydajność rotacji umysłowej. Arch Sex Behav 36: 251 – 260 [PubMed]
15. Sanders G, Bereczkei T, Csatho A, Manning J (2005) Stosunek długości palca 2nd do 4th przewiduje zdolność przestrzenną u mężczyzn, ale nie u kobiet. Cortex 41: 789 – 795 [PubMed]
16. Brañas-Garza P, Rustichini A (2011) Organizujące efekty testosteronu i zachowania ekonomiczne: nie tylko podejmowanie ryzyka. PLoS ONE 6: e2984210.1371 / journal.pone.0029842 []; PONE-D-11-09556 [pii]. [Artykuł bezpłatny PMC] [PubMed]
17. Brookes H, Neave N, Hamilton C, Fink B (2007) Stosunek cyfr (2D: 4D) i lateralizacja do kwantyfikacji numerycznej. J Różnice indywidualne 28: 55 – 63
18. Kempel P, Gohlke B, Klempau J, Zinsberger P, Reuter M, i in. (2005) Długość od drugiej do czwartej cyfry, testosteron i zdolność przestrzenna. Inteligencja 33: 215 – 230
19. Luxen MF, Buunk BP (2005) Stosunek drugiej do czwartej cyfry związany z inteligencją werbalną i numeryczną oraz Wielką Piątą. Pers Individ Dif 39: 959 – 966
20. Proso K, Dewitte S (2006) Współczynnik drugiej do czwartej cyfry i zachowanie kooperacyjne. Biol Psychol 71: 111 – 115 [PubMed]
21. Millet K, Dewitte S (2009) Obecność sygnałów agresji odwraca zależność między stosunkiem cyfr (2D: 4D) a zachowaniami prospołecznymi w grze dyktatorskiej. Br J Psychol 100: 151 – 162300676 [pii]; 10.1348 / 000712608X324359 []. [PubMed]
22. Hönekopp J, Voracek M, Manning JT (2006) 2nd do 4th cyfra stosunek (2D: 4D) i liczba partnerów seksualnych: dowody na wpływ prenatalnego testosteronu u mężczyzn. Psychoneuroendokrynologia 31: 30 – 37 [PubMed]
23. Manning JT, Fink B (2008) Stosunek cyfr (2D: 4D), dominacja, sukces reprodukcyjny, asymetria i socjoseksualizm w badaniu BBC Internet Study. Am J Hum Biol 20: 451 – 46110.1002 / ajhb.20767 []. [PubMed]
24. Hönekopp J, Bartholdt L, Beier L, Liebert A (2007) Stosunek długości od drugiej do czwartej cyfry (2D: 4D) i poziomy hormonów płciowych dla dorosłych: nowe dane i przegląd metaanalityczny. Psychoneuroendokrynologia 32: 313 – 321S0306-4530 (07) 00035-2 [pii]; 10.1016 / j.psyneuen.2007.01.007 []. [PubMed]
25. Breedlove SM (2010) Minireview: Hipoteza organizacyjna: przypadki odcisków palców. Endokrynologia 151: 4116 – 4122en.2010-0041 [pii]; 10.1210 / en.2010-0041 []. [Artykuł bezpłatny PMC] [PubMed]
26. Kornhuber J, Erhard G, Lenz B, Kraus T, Sperling W, i in. (2011) Niski współczynnik cyfr 2D: 4D u pacjentów uzależnionych od alkoholu. PLoS ONE 6: e1933210.1371 / journal.pone.0019332 []. [Artykuł bezpłatny PMC] [PubMed]
27. Jackson CP, Matthews G (1988) Przewidywanie zwyczajowego spożywania alkoholu na podstawie oczekiwań związanych z alkoholem i jego osobowości. Alkohol Alkohol 23: 305 – 314 [PubMed]
28. Lex BW (1991) Pewne różnice płciowe wśród osób spożywających alkohol i substancje wieloskładnikowe. Health Psychol 10: 121 – 132 [PubMed]
29. Rehbein F, Kleimann M, Mößle T (2010) Częstość występowania i czynniki ryzyka uzależnienia od gier wideo w okresie dojrzewania: wyniki niemieckiego ogólnopolskiego badania. Cyberpsychol Behav Social Networking 13: 269 – 277 [PubMed]
30. Rehbein F, Mößle T, Arnaud N, Rumpf HJ (2013) [Uzależnienie od gier wideo i Internetu: obecny stan badań]. Nervenarzt 84: 569 – 57510.1007 / s00115-012-3721-4 []. [PubMed]
31. Wenzel HG, Bakken IJ, Johansson A, Götestam KG, Oren A (2009) Nadmierna gra komputerowa wśród norweskich dorosłych: zgłaszane przez siebie konsekwencje gry i związek z problemami zdrowia psychicznego. Psychol Rep 105: 1237 – 1247 [PubMed]
32. Wölfling K, Thalemann R, Grüsser-Sinopoli SM (2008) Computerspielsucht: Ein psychpathologischer Symptomkomplex im Jugendalter. Psychiatr Prax 35: 226 – 232 [PubMed]
33. Lin SSJ, Tsai CC (2013) Poszukiwanie wrażeń i uzależnienie od Internetu tajwańskich nastolatków z liceum. Comput Human Behav 18: 411 – 426
34. Weinstein A, Weizman A (2012) Pojawiający się związek między uzależniającą grą a zaburzeniem koncentracji / nadpobudliwości. Curr Psychiatry Rep 14: 590 – 59710.1007 / s11920-012-0311-x []. [PubMed]
35. Hahn A, Jerusalem M (2001) Internetsucht: Reliabilität und Validität in der Online-Forschung. W: Theobald A, Dreyer M, Starsetzki T, redaktorzy. Handbuch zur Online-Marktforschung. Beiträg aus Wissenschaft und Praxis. Wiesbaden: Babler. str. 211 – 234.
36. Hahn A, Jerusalem M (2010) Die Internetsuchtskala (ISS): Psychometrische Eigenschaften und Validität. W: Mücken D, Teske A, Rehbein F, Te Wildt B, redaktorzy. Prävention, Diagnostik und Therapie von Computerspielabhängigkeit. Lengerich: Pabst Science Publisher. str. 185 – 204.
37. Rehbein F, Mößle T, Jukschat N, Zenses EM (2011) Zur psychosozialen Belastung exzessiver und abhängiger Computerspieler im Jugend- und Erwachsenenalter. Suchttherapie 12: 64 – 71
38. Franke GH (2000) Brief Symptom Inventory von LR Derogatis (Kurzform der SCL-90-R) - Deutsche Version. Getynga: Beltz Test GmbH.
39. Schmidt A, Petermann F (2010) ADHS-E ADHS Badanie przesiewowe dla Erwachsene. München: Pearson-Verlag.
40. Bailey AA, Hurd PL (2005) Stosunek długości palców (2D: 4D) koreluje z agresją fizyczną u mężczyzn, ale nie u kobiet. Biol Psychol 68: 215 – 222 [PubMed]
41. Clarkson DB, Fan Y, Joe H (1993) Uwaga dotycząca algorytmu 643: FEXACT: algorytm wykonywania dokładnego tekstu Fishera w rxc tabele awaryjne. Transakcje ACM na oprogramowaniu matematycznym 19: 484 – 488
42. Mehta CR, Patel NR (1986) Algorithms 643. FEXACT: A fortran podprogram dla dokładnego testu Fishera na nieuporządkowanym r * c tabele awaryjne. Transakcje ACM na oprogramowaniu matematycznym 12: 154 – 161
43. Müller R, Büttner P (1994) Krytyczne omówienie współczynników korelacji wewnątrzklasowej. Stat Med 13: 2465 – 2476 [PubMed]
44. Strobl C, Malley J, Tutz G (2009) Wprowadzenie do partycjonowania rekurencyjnego: uzasadnienie, zastosowanie i charakterystyka drzew klasyfikacji i regresji, workowania i losowych lasów. Metody psycholowe 14: 323 – 3482009-22665-002 [pii]; 10.1037 / a0016973 []. [Artykuł bezpłatny PMC] [PubMed]
45. Hothorn T, Hornik K, Zeileis A (2006) Bezstronne partycjonowanie rekurencyjne: struktura wnioskowania warunkowego. J Oblicz graf graficzny 15: 651e674
46. Strasser H, Weber C (1999) O asymptotycznej teorii statystyki permutacyjnej. Matematyczne metody statystyki 8: 220e250
47. Hothorn T, Hornik K, Zeileis A (2010) party: Laboratorium partycjonowania rekurencyjnego. Dostępny: http://citeseerx.ist.psu.edu/viewdoc/download?doi=10.1.1.168.2941&rep=rep1&type=pdf Dostęp 2013 Oct 5.
48. Hothorn T, Hornik K, Strobl C, Zeileis A (2013) Laboratorium partycjonowania rekurencyjnego. Dostępny: http://cran.r-project.org/web/packages/party/party.pdf Dostęp 2013 Oct 5.
49. Youden WJ (1950) Indeks do oceny testów diagnostycznych. Rak 3: 32 – 35 [PubMed]
50. Hanley JA, McNeil BJ (1982) Znaczenie i wykorzystanie obszaru pod krzywą charakterystyki odbiornika (ROC). Radiologia 143: 29 – 36 [PubMed]
51. Cohen J (1988) Analiza mocy statystycznej dla nauk behawioralnych (Vol. 2). Hillsdale, Nowy Jork: Erlbaum.
52. Malas MA, Dogan S, Evcil EH, Desdicioglu K (2006) Rozwój płodu ręki, cyfr i proporcji cyfr (2D: 4D). Early Hum Dev 82: 469 – 475 [PubMed]
53. Lombardo MV, Ashwin E, Auyeung B, Chakrabarti B, Lai MC, i in. (2012) Wpływ testosteronu na programowanie płodu na układ nagrody i tendencje behawioralne u ludzi. Biol Psychiatry 72: 839 – 847S0006-3223 (12) 00499-4 [pii]; 10.1016 / j.biopsych.2012.05.027 []. [Artykuł bezpłatny PMC] [PubMed]
54. Chapman E, Baron-Cohen S, Auyeung B, Knickmeyer R, Taylor K, et al. (2006) Testosteron i empatia u płodu: dowody z ilorazu empatii (EQ) i testu „czytania umysłu oczami”. Soc Neurosci 1: 135-148759346795 [pii]; 10.1080 / 17470910600992239 []. [PubMed]
55. Von Horn A, Bäckman L, Davidsson T, Hansen S (2010) Empatyczność, systematyzacja i stosunek długości palca w szwedzkiej próbce. Scand J Psychol 51: 31 – 37SJOP725 [pii]; 10.1111 / j.1467-9450.2009.00725.x []. [PubMed]
56. De Neys W, Hopfensitz A, Bonnefon JF (2013) Niski stosunek drugiej do czwartej cyfry przewiduje masowe podejrzenia społeczne, a nie lepsze wykrywanie wiarygodności. Biol Lett 9: 20130037rsbl.2013.0037 [pii]; 10.1098 / rsbl.2013.0037 []. [Artykuł bezpłatny PMC] [PubMed]
57. Brosnan M, Gallop V, Iftikhar N, Keogh E (2011) Stosunek cyfr (2D: 4D), wyniki w nauce w dziedzinie informatyki i niepokój związany z kombinatorami. Pers Individ Dif 51: 371 – 375
58. Kuss DJ, Griffiths MD (2012) Uzależnienie od Internetu i gier: systematyczny przegląd literatury badań neuroobrazowania. Brain Sci 2: 347 – 374
59. Hewig J, Kretschmer N, Trippe RH, Hecht H, Coles MG, i in. (2010) Nadwrażliwość na nagrody u problematycznych graczy. Biol Psychiatry 67: 781 – 783S0006-3223 (09) 01346-8 [pii]; 10.1016 / j.biopsych.2009.11.009 []. [PubMed]
60. Kim SH, Baik SH, Park CS, Kim SJ, Choi SW i in. (2011) Zredukowane prążkowia receptory dopaminowe D2 u osób uzależnionych od Internetu. NeuroReport 22: 407 – 41110.1097 / WNR.0b013e328346e16e []. [PubMed]
61. Hou H, Jia S, Hu S, Fan R, Sun W, i in. (2012) Zredukowane prążkowia transportery dopaminy u osób z zaburzeniami uzależnienia od Internetu. J Biomed Biotechnol 2012: 85452410.1155 / 2012 / 854524 []. [Artykuł bezpłatny PMC] [PubMed]
62. Kim KS, Kim KH (2010) [Model predykcyjny uzależnienia od gier internetowych u nastolatków: przy użyciu analizy drzewa decyzyjnego]. J Korean Acad Nurs 40: 378 – 388201006378 [pii]; 10.4040 / jkan.2010.40.3.378 []. [PubMed]
63. Mößle T, Rehbein F (2013) Predyktory problematycznego korzystania z gier wideo w dzieciństwie i młodości. Sucht 59: 153 – 164
64. Hussain Z, Griffiths MD, Baguley T (2011) Uzależnienie od gier online: klasyfikacja, przewidywanie i powiązane czynniki ryzyka. Teoria Res Addict 20: 1 – 13
65. Ko CH, Yen JY, Chen CS, Yeh YC, Yen CF (2009) Wartości predykcyjne objawów psychiatrycznych uzależnienia od Internetu u nastolatków: badanie prospektywne 2. Arch Pediatr Adolesc Med 163: 937 – 943163 / 10 / 937 [pii]; 10.1001 / archpediatrics.2009.159 []. [PubMed]
66. Rehbein F, Baier D (2013) Pięcioletnie badanie podłużne badające czynniki ryzyka związane z uzależnieniem od gier wideo przez rodzinę, media i szkołę. J Media Psychology 25: 118 – 128
67. Gentile DA, Choo H, Liau A, Sim T, Li D i in. (2011) Patologiczne stosowanie gier wideo wśród młodzieży: dwuletnie badanie podłużne. Pediatrics 127: e319 – e329peds.2010-1353 [pii]; 10.1542 / peds.2010-1353 []. [PubMed]
68. Manning JT (2010) Współczynnik cyfr (2D: 4D), różnice płci, allometria i długość palców 12-30-latków: Dowody z badania internetowego British Broadcasting Corporation (BBC). Am J Hum Biol 22: 604 – 60810.1002 / ajhb.21051 []. [PubMed]
69. Brañas-Garza P, Kovárík J, Neyse L (2013) Stosunek drugiej do czwartej cyfry ma niemonotoniczny wpływ na altruizm. PLoS ONE 8: e6041910.1371 / journal.pone.0060419 []; PONE-D-12-32101 [pii]. [Artykuł bezpłatny PMC] [PubMed]
70. Bowman AW (2006) Porównywanie powierzchni nieparametrycznych. Modelowanie statystyczne 6: 279 – 299
71. Bowman AW, Azzalini A (1997) Zastosował techniki wygładzania do analizy danych: podejście jądra z ilustracjami S-Plus. Oxford: Oxford University Press.
72. Kerridge BT, Saha TD, Gmel G, Rehm J (2013) Analiza taksometryczna zaburzeń spożywania alkoholu DSM-IV i DSM-5. Alkohol uzależniony od narkotyków 129: 60 – 69S0376-8716 (12) 00374-2 [pii]; 10.1016 / j.drugalcdep.2012.09.010 []. [PubMed]